Raspunsuri la probleme
1.De tip raport, interval, ordinal si categorial (nominal)
2. a) interval; b) categorial; c) raport; d) raport;
e) ordinal; f) interval; g) categorial; h) raport.
3.
4.
5.
6.Variabile de tip categorial: autorii pieselor muzicale; variabile de tip ordinal: gradul de siguranta a raspunsului dat.
7.
Intervalul (I) |
Mijlocul clasei |
Frecventa (f) |
12-14 |
13 |
3 |
15-17 |
16 |
3 |
18-20 |
19 |
4 |
21-23 |
22 |
6 |
24-26 |
25 |
11 |
27-29 |
28 |
7 |
30-32 |
31 |
3 |
33-35 |
34 |
2 |
36-38 |
37 |
2 |
39-41 |
40 |
1 |
8.
Profesiunea - X |
Frecvente - f |
Psiholog |
1 |
Logoped |
3 |
Asistent social |
2 |
Consilier |
6 |
Psihopedagog |
5 |
PARAMETRII DESCTIPTIVI
b) Media = 10,14; Mediana = 10;
c) Media = 5,64; Mediana = 6;
d) Media = 7,53; Mediana = 6,8.
6. a) A; b) B; c) B.
7. Media = 5; Abaterea standard = 0,96; Coeficientul de variabilitate V = 19,2%.
8. Grupul de date este relativ omegen, media fiind reprezentativa pentru sirul de date.
9. În cazul cotelor z media devine zero, iar abaterea standard 1; pentru cotele T media este 50, iar abaterea standard 10.
10. Pentru x1 = 5, z1 = -0,5; pentru x2 = 8, z2 = 1.
11. a) Andrei si Lucian;
b) la proba A a obtinut cel mai bun rezultat, în timp ce la proba B a obtinut al treilea rezultat din cele prezentate;
c) Pentru proba A, Radu a obtinut un rezultat mediu, 50% din posibilii subiecti obtinând rezultate sub scorul obtinut de el, în timp ce Andrei a obtinut un rezultat putin mai bun, aproximativ 54,38% din subiecti situându-se sub el. În cazul probei B, Radu a obtinut un rezultat bun aproximativ 77,34% din subiecti obtinând un rezultat mai slab, în timp ce Andrei a avut un rezultat inferior, doar 4,75% din subiecti au obtinut un rezultat mai slab.
12.
I |
6-8 |
II |
9-10 |
III |
11-13 |
IV |
14 |
V |
15-16 |
VI |
17-18 |
VII |
19-20 |
VIII |
21-22 |
IX |
23-25 |
CORELATIILE PARAMETRICE
4.
a) r = -.80
b) r = .80
5.
a)
b) Se poate calcula r simplu deoarece norul de puncte pare a avea o forma liniara;
c) r = 0.856 semnificativa statistic la un p<.01;
d) R² = 0,7327. Rezulta ca directia variantei celor doua variabile poate fi explicata într-o proportie de 73,28% prin existenta unui factor comun.
b) r = -0,83, valoare semnificativa statistic la p<.01;
c) R² =0,6889. Rezulta ca dispersia datelor celor doua variabile poate fi explicata într-o proportie de 68,89% prin existenta unui factor comun.
REGRESIA SIMPLA LINIARA
2.
3. Pentru X = 5 obtinem Y = 8,77;
Pentru X = 9 obtinem Y = 6,39.
4. a) Y = -486476 + 257,143*X
b)
5.Solutia de a utiliza regresia liniara simpla în acest caz este gresita din cauza neliniaritatii relatiei dintre cele doua variabile; solutia corecta ar fi aplicarea unei regresii simple neliniare.
CORELATII NEPARAMETRICE
COMPARATII PARAMETRICE t si z
6.
Variabile independente |
Variabile dependente |
|
a |
Tipul de personalitate |
Gradul de satisfactie |
b |
Metodele didactice |
Randamentul scolar |
7.c
8.b
9.
t independent b; t dependent a, c, d;
10. a) t = 1,27 valoare nesemnificativa statistic;
b) z = -1,70 valoare nesemnificativa
statistic;
c) t = -1,74 valoare nesemnificativa
statistic;
d) t = 2,94 valoare semnificativa statistic
la un p<.01;
e) t = 2,40 valoare semnificativa statistic
la un prag p<.05.
11.
a) t = -2,28, valoare semnificativa la un prag p<.05;
b) t = -0,67, valoare nesemnificativa statistic.
c) t = 4,27, valoare semnificativa statistic la un p <.005.
COMPARATII PARAMETRICE ANOVA
d) omega² = 71,67% (nu se recomanda a fi calculata datorita nerespectarii egalitatii distantelor dintre grupe); f = 0,2469
e) Marimea efectului (f) obtinuta arata un efect de intensitate medie a variabilei independente asupra celei dependente
f)
g) Metoda Tukey poate fi utilizata datorita numarului egal de subiecti din
fiecare grupa. Numarul gradelor de libertate este de 4 si 44, iar rezultatele
obtinute au fost:
Q vivo-film = 7,81; p<.01
Q vivo-relaxare = 4,43; p<.05
Q vivo-control = 15,37; p<.01
Q film-relaxare = 1,08; p>.05
Q film-control = 7,56; p<.01
Q relaxare-control = 10,93; p<.01.
Se observa ca doar Q film-relaxare nu a fost semnificativ, neexistând
diferente între rezultatele celor doua grupe.
Testul Newman-Keuls nu poate fi aplicat cel putin la un p de .05 datorita
numarului mare de grupe care pun în pericol nivelul general al
experimentului de .05.
h) În urma aplicarii testului Schaffe s-a obtinut un F= -26,23, valoare
semnificativa statistic la un p<.01. Prin aceasta am demonstrat ca oricare
forma de tratament comportamental în scopul reducerii fobiei este
superioara rezultatelor grupei de control, adica absentei oricarei
interventii.
2. a)
Severe B1 |
Medii B2 |
Minore B3 |
|
Clase normale A1 |
A1B1 |
A1B2 |
A1B3 |
Centre resurse A2 |
A2B1 |
A2B2 |
A2B3 |
Clase speciale A3 |
A3B1 |
A3B2 |
A3B3 |
Scoli speciale A4 |
A4B1 |
A4B2 |
A4B3 |
b)
Tratament 1 B1 |
Tratament 2 B2 |
G. Control B3 |
|
Impulsivi A1 |
A1B1 |
A1B2 |
A1B3 |
Atentionali A2 |
A2B1 |
A2B2 |
A2B3 |
Hiperactivi A3 |
A3B1 |
A3B2 |
A3B3 |
3.a) Variabilele independente sunt: dominanta cerebrala si sexul subiectilor;
variabila dependenta este reprezentata de vârsta decesului;
b) SStotal = 1517,24; SSdominanta = 569,62; SSsex = 30,08; SSinteractiune
= 50,54; si SSeroare = 867,00.
c) Valoarile lui F au fost:
F dominanta = 13,79 la un p<.01 si 2 si 42 grade de libertate;
F sex = 1,45 la un p>.05 si 1 si 42 grade de libertate;
F interactiune = 1,22 la un p>.05 si 2 si 42 grade de libertate.
Se observa ca o singura valoare a iesit semnificativa statistic, fiind vorba
de un efect principal semnificativ al variabilei dominanta cerebrala asupra
vârstei la care survine decesul.
d) Omogenitatea dispersiei nu poate fi calculata deoarece nu exista
premisele necesare considerarii unei distante egale între grupe. Marimea
efectului poate fi calculata doar pentru cazul F dominanta.
F= 0,73, valoare ce exprima un efect important al variabilei independente
(dominanta cerebrala) asupra celei dependente.
e)
f) Datorita lipsei unui F interactiune semnificativ, nu vom puteac calcula efectele simple. Vom apela în consecinta la metoda clasica post-hoc prezentata, si anume metoda Tukey.
Metoda Tukey va fi aplicata doar în cazul F dominanta deoarece a fost singurul rezultat semnificativ statistic.
Q dreapta-neutru = -1,16, p>.05. Aceasta valoare este nesemnificativa statistic la 3 si 42 grade de libertate;
Q dreapta-stânga = -6,94, p<.01 la 3 si 42 grade de libertate;
Q neutru-stânga = -5,78, p<.01 la 3 si 42 grade de libertate;
Se observa asadar ca persoanele cu dominanta cerebrala stânga tind sa traiesca mai mult decât persoanele cu o dominanta cerebrala dreapta sau cu una nedefinita.
6. a) Sunt necesare 3 si 27 grade de libertate;
b)
Sursa |
SS |
df |
MS |
F |
Subiecti |
103,4 |
9 |
11,48 |
|
Grupe |
78,1 |
3 |
26,03 |
8,34 |
Eroare |
84,4 |
27 |
3,12 |
|
Total |
265,9 |
39 |
c) F = 8,34; valoare semnificativa statistic la un prag p<.01 pentru 3 si 27 df. Aceasta înseamna ca între cele patru perioade de testare exista diferente semnificative statistic;
d) omega² = 35,5%. Se poate spune ca timpul este raspunzator de 35,5% din varianta în ce priveste evolutia absenteismului în functie de perioada de timp scursa de la finalizarea programului psiho-educational. f= 0,74; valoarea echivalenta unui efect important al variabilei independente asupra reducerii absenteismului scolar.
e)
f) Dintre cele doua teste posat-hoc prezentate în cazul grupelor egale ca numar de subiecti se potriveste doar testul Tukey, fiind 4 grupe, testul Newman-Keuls nu respecta nivelul general de eroare al experimentului de .05.
S-au obtinut urmatoarele diferente semnificative între perechile de grupe:
Q 0 luni 12 luni = 5,91, p<.01;
Q 0 luni 18 luni = 5,55, p<.01;
Q 6 luni 12 luni = 4,12, p<.05.
Restul de comparatii nu au fost semnificative statistic.
g) În urma calcularii lui F pentru a realiza o analiza directionala au fost obtinute doua valori semnificative:
F liniar = 107,82 la p<.01 si F cubic = 11,57 la p<.01;
F patratic = 1,15, p>.10;
Rezulta din aceasta analiza doua solutii posibile: o directie liniara descendenta, în care odata cu trecerea timpului se estompeaza efectul pozitiv al programului; cea de-a doua solutie posibila consta într-o evolutie inconstanta, mai greu explicabila din punct de vedere teoretic.
COMPARATII NEPARAMETRICE
Se observa în urma calcularii rezidului standardizat ca diferentele se situeaza aproape la toate nivelele cu exceptia celulei Suedia clase normale.
I. TEHNICI STATISTICE: Statistica descriptiva,
Studiul corelational, Metode
de comparatie, Tabele,
Formule si raspunsuri la intrebari,
Bibliografie recomandata
II. APLICATII STATISTICE:
Baze de date - Exemple
III. TESTE
IV. LINK-URI RECOMANDATE
PAGINA DE START
afsava@socio.uvt.ro